intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Hiệu quả kỹ thuật ngành sản xuất đồ uống Việt Nam: Cách tiếp cận hàm sản xuất biên chung ngẫu nhiên

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:5

Thêm vào BST
Báo xấu
40
lượt xem 2
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết phân tích hiệu quả kỹ thuật và tỷ số khoảng cách công nghệ của các doanh nghiệp sản xuất đồ uống Việt Nam. Nghiên cứu sử dụng mô hình hàm sản xuất biên chung ngẫu nhiên với dữ liệu tổng điều tra doanh nghiệp của ngành sản xuất đồ uống được thu thập bởi Tổng cục thống kê Việt Nam.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Hiệu quả kỹ thuật ngành sản xuất đồ uống Việt Nam: Cách tiếp cận hàm sản xuất biên chung ngẫu nhiên

  1. TẠP CHÍ ISSN: 1859-316X KHOA HỌC CÔNG NGHỆ HÀNG HẢI KINH TẾ - XÃ HỘI JOURNAL OF MARINE SCIENCE AND TECHNOLOGY HIỆU QUẢ KỸ THUẬT NGÀNH SẢN XUẤT ĐỒ UỐNG VIỆT NAM: CÁCH TIẾP CẬN HÀM SẢN XUẤT BIÊN CHUNG NGẪU NHIÊN TECHNICAL EFFICIENCY IN VIETNAMESE BEVERAGE INDUSTRY: A STOCHASTIC META FRONTIER PRODUCTION FUNTION APPROACH NGUYỄN VĂN Khoa Cơ sở - Cơ bản, Trường Đại học Hàng hải Việt Nam Email liên hệ: vanxpo@vimaru.edu.vn Với những tiềm năng trên, ngành sản xuất đồ uống Tóm tắt Việt Nam đã thu hút được một lượng lớn vốn đầu tư Nghiên cứu này phân tích hiệu quả kỹ thuật và tỷ trực tiếp nước ngoài (FDI). Hàng loạt doanh nghiệp số khoảng cách công nghệ của các doanh nghiệp nước ngoài với lợi thế về nguồn vốn và công nghệ đã sản xuất đồ uống Việt Nam. Nghiên cứu sử dụng mô hình hàm sản xuất biên chung ngẫu nhiên với tham gia vào thị trường sản xuất đồ uống Việt Nam. dữ liệu tổng điều tra doanh nghiệp của ngành sản Hơn nữa, trong bối cảnh Cách mạng Công nghiệp 4.0, xuất đồ uống được thu thập bởi Tổng cục thống kê các doanh nghiệp sản xuất đồ uống đang tích cực Việt Nam. Kết quả ước lượng cho thấy các doanh trong việc áp dụng phân tích dữ liệu lớn và trí tuệ nhân nghiệp sản xuất đồ uống có công nghệ sản xuất tạo vào sản xuất kinh doanh. Do đó, hiệu quả và năng hiện đại, trong đó các doanh nghiệp trong nước suất của các doanh nghiệp ngành đồ uống Việt Nam tiếp cận và áp dụng công nghệ tốt hơn các doanh trong những năm qua được cải thiện rõ rệt. Tuy nhiên, nghiệp FDI. Tuy nhiên, các doanh nghiệp FDI đã khai thác tối đa các nguồn lực sản xuất hiện có đây cũng là một thách thức với các doanh nghiệp sản nên hiệu quả kỹ thuật biên chung của các doanh xuất đồ uống trong nước với sức cạnh tranh yếu. Điều nghiệp này tốt hơn so với các doanh trong nước. này đặt ra câu hỏi về khoảng cách công nghệ và hiệu Từ khóa: Hiệu quả kỹ thuật, đường biên sản xuất quả kỹ thuật giữa các doanh nghiệp sản xuất đồ uống chung ngẫu nhiên, ngành sản xuất đồ uống. FDI và doanh nghiệp trong nước. Abstract Xuất phát từ những lý do trên, nghiên cứu này nhằm đo lường, phân tích hiệu quả kỹ thuật biên This study aims to analyze technical efficiency and technology gap ratio of Vietnamese beverage chung và tỷ số khoảng cách công nghệ của các doanh firms. The research uses the stochasticmeta- nghiệp sản xuất đồ uống Việt Nam.. frontier production function model and the 2. Tổng quan tài liệu và cơ sở lý thuyết enterprise census data of the beverage industry collected by the Vietnam General Statistics Office. Hiệu quả kỹ thuật (TE) là khả năng cực tiểu hóa The estimated results show that beverage firms sử dụng đầu vào để sản xuất một véc tơ đầu ra cho have modern production technology, in which trước, hoặc khả năng thu được đầu ra cực đại từ một domestic firms have approached and applied véc tơ đầu vào cho trước, nó phản ánh các doanh technology better than FDI firms. However, FDI nghiệp cố gắng tránh lãng phí bằng việc sử dụng kết firms have maximized the available production resources, so the meta technical efficiency of these hợp tối ưu các yếu tố sản xuất (Farell,1957) [5]. firmsis better than that of domestic firms. Trong một lĩnh vực sản xuất các doanh nghiệp có Keywords: Technical efficiency, stochastic meta- thể được phân chia thành các nhóm khác nhau dựa vào frontier production, beverage industry. sự khác biệt về công nghệ sản xuất. Các doanh nghiệp đều có khả năng tiếp cận với những công nghệ sản 1. Đặt vấn đề xuất khác nhau, nhưng mỗi doanh nghiệp sẽ chọn một công nghệ phù hợp. Sự lựa chọn này phụ thuộc vào Việt Nam là quốc gia có nguồn nguyên liệu thuận hoàn cảnh cụ thể như: Các quy định của xã hội; Môi lợi cho ngành sản xuất đồ uống. Bên cạnh đó với dân trường; Nguồn lực sản xuất và giá các đầu vào liên số gần 97 triệu người, Việt Nam là một thị trường tiêu quan… Những điều này cản trở các doanh nghiệp ở thụ sản phẩm đồ uống tiềm năng. Với những thuận lợi một số nhóm lựa chọn công nghệ sản xuất tốt nhất. trên, trong những năm qua ngành sản xuất đồ uống Xuất phát từ ý tưởng này, khái niệm về hàm sản xuất Việt Nam đã có những bước phát triển vượt bậc với biên chung được đưa ra lần đầu bởi Hayami (1969), mức tăng trưởng trung bình khoảng 6% năm trong giai Hayami và Ruttan (1970) ([7], [8]). đoạn 2013-2018 [4]. 86 SỐ 65 (01-2021)
  2. TẠP CHÍ ISSN: 1859-316X KHOA HỌC CÔNG NGHỆ HÀNG HẢI KINH TẾ - XÃ HỘI JOURNAL OF MARINE SCIENCE AND TECHNOLOGY Khoảng cách công nghệ sản xuất là sự khác biệt phụ thuộc vào những yếu tố nội tại của doanh nghiệp giữa công nghệ tốt nhất và công nghệ mà doanh mà còn phụ thuộc vào môi trường sản xuất, đặc điểm nghiệp đã chọn. Tức là khoảng cách giữa đường biên kinh tế xã hội cụ thể. Tức là, TGR phụ thuộc vào khả của mỗi nhóm (group-specific frontier) và đường biên năng tiếp cận và mức độ áp dụng công nghệ sản xuất chung (meta frontier). Việc ước lượng đường biên sản chung hiện có. xuất chung bằng cách gộp tất cả các dữ liệu từ các Bước một, ước lượng hợp lý cực đại (ML) được nhóm khác nhau sẽ không chính xác, làm như vậy thì Battese và cộng sự (2004), O’Donnell và cộng sự đường biên chung có thể sẽ không phủ tất cả các (2008) ([3], [11]) áp dụng cho mỗi đường biên nhóm đường biên nhóm. Việc tính đường biên sản xuất cho cụ thể trong biểu thức (1) với dữ liệu mảng như sau: từng nhóm và tính hiệu quả kỹ thuật (TE) sau đó so ln yijt  ln f jt  xijt    ijt  i  1..n j ; j  1..m; t  1..T  (5) sánh TE giữa các nhóm cũng sẽ không hợp lý, vì Với sai số tổng hợp  ijt  vijt  uijt , trong đó: những điểm TE này được đánh giá liên quan đến các đường biên sản xuất khác nhau.  vijt N  0,  2jv  ; uijt N   j  Z ijt  ,  2ju  Z ijt   Gọi fˆ  x  là ước lượng hợp lý cực đại đường Mô hình hàm sản xuất biên chung được phát triển jt ijt biên sản xuất của nhóm j, khi đó hiệu quả kỹ thuật của bởi Battese và cộng sự (2002, 2004), O’Donnell và doanh nghiệp i ứng với đường biên nhóm được ước cộng sự (2008) ([2], [3], [11]) đã khắc phục những hạn lượng bởi kỳ vọng có điều kiện như sau: chế này. Trong mô hình này, việc ước lượng đường biên chung được thực hiện bởi thủ tục ước lượng hỗn u  TEˆ  Eˆ e ijt | ˆijt  (6) hợp hai bước. Trong đó, bước một sẽ ước lượng các Trong đó: đường biên nhóm bằng phương pháp hồi quy biên ˆijt  ln yijt  ln fˆijt  xijt  (7) ngẫu nhiên, và việc ước lượng đường biên chung bằng Trong bước thứ hai, Battese và cộng sự (2004), các kỹ thuật quy hoạch tuyến tính được thực hiện ở O’Donnell và cộng sự (2008) ([3], [11]) đã ước lượng bước hai. hàm sản xuất biên chung f t . trong (3) bằng việc M Giả sử hàm sản xuất biên ngẫu nhiên của doanh giải bài toán quy hoạch tuyến tính mà trong đó sử nghiệp i thuộc nhóm j trong khoảng thời gian T như sau: dụng các ước lượng có được từ các đường biên nhóm yijt  f jt  xijt  e ijt ijt  i  1..n j ; j  1..m; t  1..T  (1) được thực hiện ở bước một. v u Trong đó yijt và xijt lần lượt là đầu ra và véc tơ đầu vào Việc ước lượng đường biên chung bằng kỹ thuật của doanh nghiệp i, vijt là các nhiễu thống kê được giả quy hoạch tuyến tính sẽ không có bất kỳ kiểm định định có phân phối bán chuẩn vijt N  0,  2jv  , uijt là các thống kê nào được thực hiện. Thêm vào đó, việc sử sai số ngẫu nhiên không âm đại diện cho phi hiệu quả kỹ dụng các ước lượng có được từ các đường biên nhóm thuật được giả định có phân phối chuẩn cụt để ước lượng cho đường biên sản xuất chung là không uijt N   0,  2ju  , vijt độc lập với uijt. Hiệu quả kỹ thuật phù hợp, kết quả ước lượng có thể bị chệch. Hơn nữa, của doanh nghiệp i đối với công nghệ sản xuất của nhóm các kỹ thuật ước lượng này cũng không tính toán đến j được xác định như sau [1]: các yếu tố môi trường sản xuất khác nhau và các cú sốc riêng biệt tác động đến doanh nghiệp. Nhằm vượt yijt  uijt TEijt  e qua những hạn chế này Huang và cộng sự (2014) [9] f jt  xijt  e vijt (2) đã đề xuất việc ước lượng đường biên chung trong Do hàm sản xuất biên chung ft M  xijt  cho tất cả các bước thứ hai của O’Donnell và cộng sự (2008) bằng cách tiếp cận bên ngẫu nhiên. nhóm trong khoảng thời gian T sẽ phủ tất cả các đường biên nhóm nên nó có thể được xác định như sau: Theo Huang và cộng sự (2014) thì: f jt  xijt   f t M  xijt  .e  uijt M yijt  TGRijt  TEijt  e ijt v (3) (8) M Trong đó u  0 để ft  xijt   f jt  xijt  và tỷ M M ft ( xijt ) ijt số giữa đường biên sản xuất của nhóm thứ j so với Biểu thức (8) cho thấy rằng, mặc dù cả tỷ số đường biên sản xuất chung được gọi là tỷ số khoảng khoảng cách công nghệ và hiệu quả kỹ thuật của cách công nghệ (TGR) [2]. doanh nghiệp ứng với đường biên nhóm đều nhỏ hơn f jt  xijt   uijt M hoặc bằng 1, tuy nhiên đường biên chung không nhất TGRijt  e 1 (4) thiết phải phủ tất cả đầu ra của các doanh nghiệp. Biểu ft M x ijt thức (8) chỉ ra sự khác biệt giữa mô hình biên chung Sự tồn tại tỷ số khoảng cách công nghệ xuất phát sử dụng phân tích biên ngẫu nhiên (SFA) và mô hình từ nguyên nhân mỗi doanh nghiệp phải lựa chọn một biên chung sử dụng phân tích bao dữ liệu (DEA). công nghệ cho riêng mình. Sự lựa chọn này không chỉ Bằng việc xem xét đến thành phần nhiễu ngẫu nhiên, SỐ 65 (01-2021) 87
  3. TẠP CHÍ ISSN: 1859-316X KHOA HỌC CÔNG NGHỆ HÀNG HẢI KINH TẾ - XÃ HỘI JOURNAL OF MARINE SCIENCE AND TECHNOLOGY biểu thức (8) có thể được viết lại như sau: Giá trị thống kê mô tả của các biến trong mô hình yijt được trình bày trong Bảng 2. MTEijt  M v  TGRijt  TEijt (9) ft ( xijt )e ijt Bảng 2. Thống kê mô tả biến số trong mô hình Std. Trong đó MTEijt được định nghĩa là hiệu quả kỹ Variable Obs Mean Dev. Min Max thuật của doanh nghiệp i của nhóm j ứng với công lnrev 420 7,799 3,220 0,000 16,560 nghệ sản xuất biên chung [9]. lnk 420 8,803 2,517 3,784 16,588 Từ đó, Huang và cộng sự (2014) [9] đã đề xuất lnl 420 6,401 2,446 1,386 13,914 phương pháp hồi quy biên ngẫu nhiên hai giai đoạn để lnCost 420 24,817 21,112 0,000 112,747 xác định đường biên chung như sau: lnkk 420 17,868 0,115 17,500 17,904 ln yijt  ln f jt  xijt   vijt  uijt in_zone 420 0,143 0,350 0,000 1,000 (5)  i  1..n ; j  1..m; t  1..T  j ownership 420 1,088 0,284 1,000 2,000 ln fˆ  x   ln f  x   v  u M M M Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu của GSO jt ijt t ijt ijt ijt (10)  i  1..n ; j  1..m; t  1..T  j Nghiên cứu áp dụng cả hai dạng hàm sản xuất Cobb-Douglas và Translog cho các doanh nghiệp Trong đó fˆ  x  là các ước lượng đường biên jt ijt ngành sản xuất đồ uống Vệt Nam. Tuy nhiên kết quả nhóm trong bước 1 được thực hiện bởi biểu thức (5), kiểm định hợp lý tổng quát (LRT) cho thấy giá trị chúng ta hồi quy (5) m lần để có các fˆjt  xijt  . Tiếp thống kê của LR là 89,235, sử dụng bảng đến, các ước lượng này được gộp lại để ước lượng Kodde&Palm (1986) [10] về giá trị tới hạn cho thấy biểu thức (10). Sau đó, hiệu quả kỹ thuật biên chung giả thuyết (H0) bị bác bỏ. Do đó, dạng hàm Translog (MTE) được tính bằng tích của tỷ số khoảng cách là phù hợp. Vì vậy mô hình biên ngẫu nhiên của các công nghệ (TGR) và hiệu quả kỹ thuật biên nhóm doanh nghiệp sản xuất đồ uống Việt Nam như sau: (TE) [8]. ln Revi   0  1 ln ki   2 ln li  3 ln Costi MTEˆijt  TGRˆijt  TEˆijt (11)   4  ln ki   5  ln li    6  ln Costi  2 2 2 3. Kết quả nghiên cứu   7 ln ki .ln li  8 ln ki .ln Costi (12) 3.1. Số liệu, biến số và lựa chọn mô hình  8 ln li .ln Costi  vi  ui Nghiên cứu sử dụng dữ liệu thứ cấp từ tổng điều tra Sử dụng kiểm định LRT để kiểm tra giả thuyết (H0) doanh nghiệp của Tổng cục thống kế (GSO) trong năm là không có sự khác biệt về công nghệ sản xuất giữa 2018 [6]. Qua xử lý dữ liệu, nghiên cứu thu được dữ liệu các doanh nghiệp sản xuất đồ uống trong nước và của 420 doanh nghiệp sản xuất đồ uống Việt Nam, trong doanh nghiệp FDI. đó có 373 doanh nghiệp trong nước và 47 doanh nghiệp LRT  2log  L( H 0 )  log  L( H1 ) (13) FDI. Theo lý thuyết về hiệu quả kỹ thuật biên chung [9], Trong đó, log[L(H0)] là logarit thập phân của hàm nghiên cứu sử dụng các biến được trình bày trong Bảng hợp lý cực đại trong ước lượng gộp và Log[L(H1)] là 1 để ước lượng TE, TGR và MTE cho các doanh nghiệp tổng các logarit thập phân của các hàm hợp lý cực đại ngành sản xuất đồ uống Việt Nam. trong các ước lượng biên nhóm. Kết quả cho thấy giả Bảng 1. Mô tả biến số trong mô hình Biến số Giải thích và đo lường Là tổng doanh thu thuần bán hàng và doanh thu từ hoạt động tài chínhcủa các Biến đầu ra rev doanh nghiệp trong năm. k Tổng tài sản đầu năm của doanh nghiệp. l Là tổng thu nhập của người lao động của doanh nghiệp trong năm. Các biến đầu vào Tổng chi phí tài chính, chi phí bán hàng, chi phí quản lý và các chi phí khác Cost của doanh nghiệp. Nhận giá trị bằng 1 nếu là doanh nghiệp trong nước, nhận giá trị bằng 2 nếu ownership là doanh nghiệp FDI. Các biến đặc trưng kk Là biến môi trường, được tính bằng tổng tài sản theo loại hình doanh nghiệp. của doanh nghiệp Là biến môi trường, nhận giá trị 1 nếu doanh nghiệp nằm trong khu công in_zone nghiệp, ngược lại nhận giá trị bằng 0. Cho thấy sự khác biệt về cơ sở hạ tầng trong sản xuất của doanh nghiệp. 88 SỐ 65 (01-2021)
  4. TẠP CHÍ ISSN: 1859-316X KHOA HỌC CÔNG NGHỆ HÀNG HẢI KINH TẾ - XÃ HỘI JOURNAL OF MARINE SCIENCE AND TECHNOLOGY thuyết (H0) bị bác bỏ, điều này ủng hộ việc áp dụng Các kết quả ước lượng về hiệu quả kỹ thuật biên mô hình đường biên sản xuất chung đối với các doanh nhóm (TE), tỷ số khoảng cách công nghệ (TGR) và nghiệp sản xuất đồ uống Việt Nam. hiệu quả kỹ thuật biên chung (MTE) của ngành sản 3.2. Ước lượng TE, TGR và MTE của các xuất đồ uống Việt Nam được trình bày trong Bảng 3. doanh nghiệp Chúng ta thấy rằng TE của ngành sản xuất đồ uống Việt Nam hiện nay đạt trung bình 0,58. Điều này cho Bảng 3. Phân phối TE, TGR và MTE của ngành sản thấy các doanh nghiệp sản xuất đồ uống hiện nay chưa xuất đồ uồng Việt Nam tận dụng tối đa công nghệ sản xuất hiện có, sự kết hợp Std. các yếu tố đầu vào trong sản xuất chưa tối ưu nên dư Variable Obs Mean Min Max địa về hiệu quả kỹ thuật trong nhóm còn rất nhiều. Dev. Đây là nguyên nhân chính dẫn đến MTE của ngành TE 420 0,580 0,190 0,027 0,994 sản xuất đồ uống Việt Nam hiện nay còn thấp. Tuy TGR 420 0,939 0,027 0,688 0,989 nhiên TGR đạt trung bình rất cao (khoảng 0,939), điều MTE 420 0,543 0,173 0,025 0,982 này chứng tỏ công nghệ sản xuất của ngành phát triển và mức độ áp dụng công nghệ vào hoạt động sản xuất Nguồn: Kết quả ước lượng của tác giả kinh doanh cao. Bảng 4. TE, TGR và MTE của các doanh nghiệp Kết quả ước lượng TE, TGR và MTE theo khu vực sản xuất đồ uống theo loại hình sở hữu doanh nghiệp được trình bày trong Bảng 4. Chúng ta Std. thấy các doanh nghiệp trong nước có mức TE thấp hơn Variable Mean Min Max Dev. rất nhiều so với các doanh nghiệp FDI (0,54 và 0,994). Doanh TE 0,540 0,147 0,027 0,837 Điều này cho thấy các doanh nghiệp FDI đang tận nghiệp trong TGR 0,943 0,009 0,853 0,977 dụng tối đa những nguồn lực hiện có trong sản xuất. nước MTE 0,509 0,138 0,025 0,793 Tỷ số khoảng cách công nghệ của hai khu vực doanh Doanh TE 0,994 0,001 0,994 0,994 nghiệp đều rất cao, chứng tỏ sự hiện đại trong công nghiệp TGR 0,901 0,078 0,688 0,989 nghệ sản xuất của tất cả các khu vực doanh nghiệp sản FDI MTE 0,896 0,078 0,684 0,982 xuất đồ uống Việt Nam hiện nay. Tuy nhiên TGR của Nguồn: Kết quả ước lượng của tác giả khu vực doanh nghiệp trong nước lại cao hơn đôi chút so với các doanh nghiệp FDI, điều này phản ánh các MTE doanh nghiệp trong nước doanh nghiệp trong nước đang tiếp cận các công nghệ 4 sản xuất tiên tiến và áp dụng công nghệ tốt hơn các doanh nghiệp FDI. Về hiệu quả kỹ thuật biên chung 3 (MTE), kết quả cho thấy: Các doanh nghiệp trong Density nước có mức MTE thấp hơn rất nhiều so với các doanh 2 nghiệp FDI. Hơn nữa, Tổ chức đồ và mật độ Kernel về MTE của hai khu vực doanh nghiệp trong Hình 1 1 chứng tỏ đa phần các doanh nghiệp trong nước có MTE thấp hơn trung bình. Ngược lại, phần lớn các 0 0 .2 .4 .6 .8 MTE doanh nghiệp FDI có mức MTE cao hơn trung bình. MTE doanh nghiệp FDI 4. Kết luận 15 Nghiên cứu sử dụng lý thuyết đường biên sản xuất chung và phương pháp phân tích biên ngẫu nhiên để 10 nghiên cứu về mối quan hệ giữa loại hình sở hữu và Density hiệu quả kỹ thuật, khoảng cách công nghệ của các doanh nghiệp sản xuất đồ uống Việt Nam. Kết quả 5 nghiên cứu cho thấy, các doanh nghiệp sản xuất đồ uống Việt Nam hiện nay có công nghệ sản xuất hiện 0 .7 .8 .9 1 MTE đại. Tuy nhiên, hiệu quả kỹ thuật biên chung (MTE) Hình 1. Histogram và mật độ Kernel về MTE của các của ngành còn thấp và nguyên nhân chính là do sự khu vực doanh nghiệp sản xuất đồ uống kém hiệu quả trong sản xuất kinh doanh của khu vực doanh nghiệp trong nước. SỐ 65 (01-2021) 89
  5. TẠP CHÍ ISSN: 1859-316X KHOA HỌC CÔNG NGHỆ HÀNG HẢI KINH TẾ - XÃ HỘI JOURNAL OF MARINE SCIENCE AND TECHNOLOGY TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Battese, G. E. & Coelli, T. J., A model for [8] Hayami, Y., Sources of agricultural productivity technical inefficiency effects in a stochastic gap among selected countries, American Journal frontier production function for panel data, of Agricultural Economics, Vol.51(3), pp.564- Empirical Econ, Vol.20, pp.325-332, 1995. 575, 1969. [2] Battese, G.E. & Rao, D.S.P., Technology gap, [9] Huang, C. J., Huang, T. H., & Liu, N. H., A new efficiency, and a stochastic metafrontier function, approach to estimating the metafrontier International Journal of Business and Economics, production function based on a stochastic frontier Vol.1(2), pp.87-93, 2002 . framework, Journal of productivity Analysis, [3] Battese, G.E., Rao, D.S.P. & O’Donnell, C.J., A Vol.42(3), pp.241-254, 2014. metafrontier production function for estimation of [10] Kodde, D. A. & Palm .F. C., Wald criteria for technical efficiencies and technology potentials jointly testing equality and inequality restrictions, for firms operating under different technologies, Econometrica , Vol.5, No.54, pp.1243-1248, 1986. Jounal of Product Anal, Vol.21, pp.91-103, 2004. [11] O’Donnell, C.J., Rao, D.S.P. & Battese, G.E., [4] Bộ công thương, Báo cáo tình hình sản xuất công Metafrontier frameworks for the study of firm- nghiệp 2018, NXB Công thương, Hà Nội, 2019. level efficiencies and technology ratios, Empirical [5] Farrell, M, J., The Measurement of Productive Economics, Vol.34, pp.231-255, 2008. Efficiency, Journal of the Royal Statistical Society, Series A, No.120, pp.253-281, 1957. Ngày nhận bài: 02/12/2020 [6] GSO, Tổng điều tra doanh nghiệp năm 2018, Ngày nhận bản sửa: 05/01/2021 NXB Thống kê, Hà Nội, 2019. Ngày duyệt đăng: 10/01/2021 [7] Hayami, Y. & Ruttan, V. W., Agricultural productivity differences among countries, The American Economic Review, Vol.60(5), pp.895- 911, 1970. 90 SỐ 65 (01-2021)
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

CEO.24: Bộ 240+ Tài Liệu Quản Trị Rủi Ro Doanh Nghiệp
249 tài liệu
1532 lượt tải
THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
8=>2